關于蟬的詩句范文

導語：如何才能寫好一篇關于蟬的詩句，這就需要搜集整理更多的資料和文獻，歡迎閱讀由公務員之家整理的十篇范文，供你借鑒。

篇1

為加強對房產贈與工作的管理，根據《北京市貫徹實施〈城市私有房屋管理條例〉若干具體問題的規定》中關于“受贈私有房屋，除經市人民政府特許者外，受贈人須有本市常住戶口。機關、團體、部隊、學校、企事業單位包括集體所有制單位受贈私有房屋，須經市房地產管理局審查批準。”和《北京市房屋買賣管理暫行規定》中關于“禁止私下買賣和變相買賣房屋。”之規定，現就房產贈與管理工作有關申報手續、工作程序、審批權限、審批原則、違章處理及稅費收繳等問題具體規定如下：

一、房產贈與的申報手續：

1.向他人或單位贈與房產，須由贈與人（房屋所有權人，下同）提出書面申請（申請書中應注明贈與房屋的原因），并提交經公證機關公證的“房產贈與書”和“房屋所有權證”。

2.私有房屋的受贈人（含法人，下同）須同時提交受贈房產的書面申請，申請中須明確確系無償贈與，并無買賣關系及經濟上的其他交換條件，私人受贈申請，還須寫明受贈人與贈與人的關系。單位受贈申請，須由法人代表簽字、加蓋公章，并附受贈單位上級機關同意其受贈的證明。

3.贈與房產、贈與人與受贈人須持上述有關證件、身份證及名章共同到房屋所在地區、縣房地產管理局辦理房產贈與申報手續，按“房產贈與申請審批表填寫說明”由經辦人代填“北京市房產贈與申請審批表”。

贈與人或受贈人因故不能親自辦理的，可出具委托書，委托他人代為辦理。委托書須經本人所在單位或有關部門證明，不在本市居住的，出具的委托書，須經公證機關公證。

4.“審批表”中有關贈與人、受贈人的情況、贈與房屋情況，雙方現住房情況及雙方關系，贈與原因，贈與人與受贈人須如實報告，經辦人詢問代填后，由雙方簽字、蓋章。

私人受贈，受贈人必須使用戶籍姓名，不得使用化名，別名或假名。單位受贈、必須使用單位全稱，不得使用簡稱，不得以個人名義受贈。

二、辦理房產贈與的工作程序及審批權限：

1.受理與初審：房產贈與手續由房政科長指定專人負責經辦，并代雙方填寫審批表的有關內容，經辦人收取的有關證件應開具“收存契證”收據。

根據房產贈與人和受贈人交驗的“申請表”、身份證件、贈與房產的有關權證、證明，經辦人須調閱房屋產籍卡及房檔，并到房屋所在地現場核實產權來源、房院位置圖形、房屋狀況、院界墻歸屬、現房屋使用、有無產權糾紛等情況與“申請表”對照是否相符，無誤后，在調查情況及意見欄內簽署初審意見，并注明到房屋現場核實的日期，由經辦人蓋章將初審件全部報送房政科長復審。

2.復審：房政科長根據“申請表”及有關證明、房屋產籍卡及房檔等資料，結合經辦人的意見進行全面審查，如有疑點，應到現場進行復查或向雙方詢問。經審查，贈與房產的產權來源清楚，無產權糾紛、符合有關政策規定、證件齊全、手續完備、無買賣行為及經濟上的其他交換條件的，可簽署同意房產贈與的意見，上報主管局長審批。

3.區縣房管機關主管局長根據復審件進行審批，并簽章，然后，將審批件轉房政科，由房政科轉估價員估價。

根據規定須經市房管局審批的，要將區縣局審批件加蓋區縣房管局公章后上報市房管局房政處。

4.估價：估價員根據“申請表”及房檔到房屋現場進行估價后，將估價金額、應收契稅金額、應收手續費金額等填入“申請表”相應欄目。按《契稅暫行條例》規定應免收契稅的，可在免收契稅欄內填寫“免收”字樣。

5.收費：估價員蓋章后將有關材料轉交此件經辦人，經辦人復核估價款額無誤后，通知受贈人攜帶收存契證收據及本人身份證件到指定地點交納房產贈與手續費。交費完畢后，經辦人應開具“北京市房產登記費”收據；并在“收存契證”收據上加蓋“已辦理房產贈與”字樣的印章。贈與人及受贈人應攜帶“收存契證”收據及“北京市房產登記費”收據作為房產贈與產權來源的憑證，辦理房屋所有權轉移登記。

6.建檔：由經辦人將房產贈與有關證明、權證及“申請表”、“收存契證”存根、估價單、“北京市房產登記費”存根一并裝訂建檔。

7.轉件：經辦人將房產贈與檔案全部轉房屋所有權登記人員登記后收存，然后由登記人員負責督促贈與人及受贈人按要求在3個月內辦理產權轉移登記手續。

三、審批原則和違章處理：

1.經查屬下列情形之一者，不予批準：

（1）無合法證件或證件不全的；

（2）有產權糾紛尚未解決的；

（3）受贈人無本市常住戶口的；

（4）經批準征用或劃撥的建設用地；

（5）由于贈與房產造成贈與方居住困難的；

（6）有買賣行為或變相買賣行為尚未查清的；

（7）單位以個人名義受贈或雙方隱瞞真實情況的。

2.名為贈與實屬買賣的，一經查明，即應根據其違章情節按《北京市房屋買賣管理暫行規定》第14條的有關規定處罰。

四、稅費收繳：

贈與契稅按1982年房價標準5倍的6％計征。

贈與手續費按1982年房價標準5倍的2％計算。

篇2

關鍵詞：主成分；聚類分析；糧食主產區；農業經濟

0引言

我國屬于農業大國，“三農”是我國社會主義現代化建設初期的一項重要工程[1]。從改革開放以來，伴隨著社會生產力水平的顯著提升，我國的農村經濟得到了顯著的發展，但是仍然存在一定的問題，例如我國農業發展整體不協調，農村區域經濟發展不平衡等。很多學者認為我國農業區域發展差異化主要由地區間自然資源等自然地理因素和區域間經濟發展過程不同的經濟因素引起的，具體表現為：區域GDP非均衡發展、區域城鎮化程度和工業化進程不一以及區域資本市場發育存在差距[2]。上個世紀90年代以來，我國13個糧食主產區糧食生產對我國糧食安全做出了重大貢獻。2014年13個糧食主產區的糧食產量占全國的75%以上，庫存量占全國的71%，13個糧食主產區的農業經濟具有同質性，但也存在很大的差異性。隨著我國農業經濟發展水平的提高，區域差距成為一個不可回避的現實問題，如何處理好地區之間的協同發展，如何解決農業現代化發展存在的問題，是當下研究的熱點[3-5]。因此，為了分析我國糧食主產區農業經濟發展水平的區域差異，本文擬基于2016年中國統計年鑒公布的13個糧食主產區2015年的數據，選取17個具有代表性的指標構成現代農業發展水平評價指標體系，采用主成分和聚類相結合的綜合方法，開展糧食主產區現代農業發展水平的主成分和聚類分析，進而獲得各地區農業經濟發展水平的綜合得分排名，從而得到農業經濟相似的地區，以相互借鑒先進發展經驗，取長補短，相互促進，加快發展步伐。

1分析原理與方法

主成分-聚類分析方法的核心思想是將主成分分析和系統聚類分析融合在一起。在實際應用中，算法首先進行主成分分析，確定分類閾值；然后，根據主成分得分對樣本再進行聚類分析，給出各類別的綜合得分排名。

1.1主成分分析主成分分析是一種基于相關系數或協方差矩陣、對高維變量進行空間降維的分析方法，即研究具有一定相關性的多個指標之間的若干個線性組合，且這幾個線性組合所構成的新指標互不相關、且盡可能多地保留了原有指標的信息。本質上，主成分分析借助于一個正交變換，將指標數據進行標準化處理，然后再根據指標之間的相關性判定分類，確定主成分的個數，最后解釋主成分所包含的意義[6-8]。設有n個樣本，每個樣本觀測有p個指標，(1,2,...,;1,2...,)ijxi=nj=p為觀測值，所構成的矩陣為()ijnpXx×=。主成分分析的流程如下：（1）原始數據集的標準化：*(),(1,2,...,;1,2,...,)ijijjjxx=?xsi=nj=p(1)其中：jx是第j個變量的樣本均值，js是樣本的標準差。經過標準化處理后的數據矩陣為***12,*nX=[x,x,...x]。（2）根據標準化數據矩陣計算協方差矩陣?Σ：11()(),(,1,2,...,)1nilijljlppxxxxijpn∧=×??=??=?????∑∑(2)（3）計算協方差矩陣?Σ的m個特征值，及每個特征值對應的特征向量，記為12(,,w)jjjmjw=ww???，從而獲得主成分jY的線性表達式：*1,(1,2,)pjkjkkYwxjm==∑?=???(3)（4）計算累積貢獻率，獲得滿足要求的r個主成分。通常，要求選取的主成分的方差累積貢獻率達到85%以上。（5）計算所選擇的r個主成分的得分。將原始數據的中心化值代入前r個主成分的表達式中，分別計算出各樣本在r個主成分上得分。

1.2聚類分析即根據樣本的觀測指標，選擇特定的相似性度量，把相似的樣本聚為一類[9-10]。對于類與類之間的距離，在樣品固有特征的基礎上選用組間聯接法，能夠較好地刻畫樣品（糧食主產區）之間的區域差異。系統聚類分析是在樣品距離的基礎上選用組間聯接法，開始將n個樣品聚成一類，然后每次將具有最小距離的兩個類合并，合并后用組間聯接法重新計算類與類之間的距離，再并類，這個過程一直持續到將所有的樣品都并為一類為止。1.3主成分-聚類分析主成分-聚類分析是主成分分析和系統聚類分析融合在一起的一種方法，具體算法[11]如下：（1）確定聚類數。先用主成分分析，得到r個主成分，在此基礎上，用系統聚類法進行聚類分析。最后設置閾值，根據方差分析的思想確定聚類的個數s。（2）計算各個類別的綜合得分；先計算每個樣本的綜合得分1rF?：11rrkkkFwY?==∑?(4)其中：kY是第k個主成分得分，kw是第k個主成分的系數。再計算各個類別的綜合得分()()()()12...,sF=F，F，F，其中(i)F是第i(i=1,2,...,s)類的所有樣本的綜合得分平均值。

2實驗結果與分析

以我國13個糧食主產區2015年的數據為對象，選取17個具有代表性的指標構成現代農業發展水平評價指標體系，具體包括：第一產業地區生產總值比重（%）、人均糧食產量（公頃/人）、城市化率（%）、農村居民人均可支配收入（元）、單位面積農業機械總動力（萬千瓦/千公頃）、有效灌溉面積（千公頃）、單位面積投入化肥（噸/公傾）、谷物單位面積產量（公斤/公頃）、農用化肥施用量（萬噸）、糧食作物播種面積（千公頃）、糧食產量（萬噸）、農林牧漁業總產值（億元）、水庫數（座）、公共財政支出農林水事務（億元）、木材產品產量（萬立方米）、大牲畜年底頭數（萬頭）、水產品產量（萬噸），對這17個指標進行主成分-聚類分析，通過聚類結果產生的糧食主產區區域劃分與我國實際情況的對比分析，一方面驗證算法聚類的有效性，另一方面，為有關業務部門制定合理的農業經濟發展決策提供科學的依據。

2.1主成分分析結果鑒于選取的17個指標之間具有明顯的相關性，首先對我國13個糧食主產區的數據進行主成分分析，如果用主成分分析方法對原有17個變量提取所有特征值（17個），原有變量的所有方差都可被解釋，變量的共同度均為1。若提取6個主成分，得到公因子方差分析表如表1所示，可以看到這17個指標的絕大部分信息都能被這些提取的因子解釋，信息丟失極少，因此可以說因子提取的總體效果較佳。成份得分系數矩陣及其貢獻率的結果，如表2所示。從表2中可以看出，前6個主成分的累計貢獻率達到91.1%，說明前6個主成分包含了全部指標91.1%的數據信息（未被解釋的只有8.9%），且前6個主成分的方差貢獻率分別為：28.3%、26.0%、15.4%、9.9%、5.4%。因此，可以提取前6個主成分來評價13個糧食主產區農業經濟的發展水平。通過公式17*1(1,2,3,4,5,6)jkjkkYwxj==∑=?可得第一、第二、第三、第四、第五和第六主成分表達式，將經過標準化處理后的原始數據代入主成分表達式，可得各個地區在這6個主成分上的得分，如表3所示。結合6個主成分各自的方差貢獻率，以各個主成分的方差貢獻率作為權重進行加權匯總，得到各個地區農業經濟發展水平指標的綜合評價模型，即：1123456F=0.283Y+0.260Y+0.154Y+0.099Y+0.061Y+0.054Y(5)各個地區的綜合得分如表4所示。從表4可以看到，江西和遼寧的綜合得分僅為-1.19、-1.23，它們的綜合得分在13個糧食主產區中綜合得分較低，說明江西和遼寧的農業經濟發展相對于其它地區來說整體情況較差，而河南的綜合得分為1.50，高于其它地區的綜合得分，說明河南的農業經濟發展相對于其它地區來說整體情況較好。

2.2聚類結果在完成主成分分析的基礎上，利用系統聚類分析方法對主成分得分表3進行系統聚類，得到如圖1所示的聚類譜系圖。由聚類譜系圖可以很直觀地看出各個地區的親疏和歸類情況，如果選用某固定距離作為閾值，則由譜系圖可將13個地區劃分成若干個相似群類。本文在充分考慮各個地區農業經濟狀況和綜合得分的情況下，確定分類閾值為4，相應的分類結果為：第一類包括：河南和黑龍江；第二類包括：山東、江蘇；第三類包括：江西、湖南、湖北、安徽、四川、河北；第四類包括：遼寧、內蒙古、吉林。最后計算各個類別的綜合得分，得分越高，表示農業經濟的水平越高，并按照得分的多少對分類結果從大到小排序，具體結果如表5所示。從表5可知，Ⅰ類地區（河南、黑龍江）、Ⅱ類地區（山東、江蘇）的綜合得分系數為正，Ⅲ類（江西、湖南、湖北、安徽、四川、河北）和Ⅳ類（遼寧、內蒙古、吉林）地區的綜合得分系數為負，說明Ⅰ類、Ⅱ類地區的農業經濟的發展水平明顯高于其它兩類。從分析可知，13個糧食主產區之間的農業經濟發展水平是存在差異的，為了縮小地區之間的差距，應該加大對Ⅲ、Ⅳ類地區的農業投入，增加農業機械的使用量，引進最新農業科技，調整農業生產結構，提高農民生活水平。

3討論

本文針對農業經濟發展指標評價因子之間的相關性，運用主成分-聚類分析方法，對我國13個糧食主產區的17個農業經濟發展指標進行綜合分析。根據標準化后的數據計算出各指標的評價權重，然后根據特征值選出主成分，最后對各個地區在主成分上的得分進行系統聚類，根據各個地區和類別之間的得分對地區進行綜合排名，將13個糧食主產區分為4類，各類包含的地區數量不盡相同，可以清晰地對比分析哪幾個地區的農業經濟發展的相似性以及各個地區的農業經濟發展的差異狀況。第一類包括河南和黑龍江。河南是我國的糧食生產大省，具備豐富的資源和農業發展經驗，是糧食農作物的優勢產區，經濟發展水平相對較高；黑龍江擁有連續廣袤的平原，利于大型機械作業，第一產業地區生產總值比重比其它地區的第一產業地區生產總值比重大。這兩個地區的糧食作物面積大，產量高，化肥施用量高，人均糧食產量高，農產品商業化程度高。第二類包括山東和江蘇。這兩個地區的農業經濟水平相對較高，農林牧漁業總產值和農民人均可支配收入相對較高，當地政府也注重農業發展，為農業科技研發水平的不斷提高創造了良好的外部環境。不過仍要兼顧發展資源節約型技術，提高農業信息化和標準化水平，從而進一步提高農業經濟發展水平。第三類包括江西、湖南、湖北、安徽、四川、河北。這幾個地區的農業科技化水平較高，生產效率較高。但是農業經濟發展水平相對于以上兩類地區較低，糧食產量較低，這幾個地區的農林牧漁業總產值有待進一步提升，需加強農業經濟建設，增加投入，提高農業機械化水平。第四類包括遼寧、內蒙古、吉林，這三個地區的現代機械水平有較大的提升空間，提高技術減少要素投入和農業科技水平，降低農產品生產成本，增加農業總產值和農民收入，進而推動農業經濟發展。我國糧食主產區的農業經濟發展水平存在很大差異，主產區的地理區域分布與我國的實際情況基本一致，因此，增加農業機械的使用量，引進最新農業科技，調整農業生產結構，減少要素投入，增加農業總產值和農民收入，許是農業經濟發展水平欠發達地區追趕高水平發展地區的有效途徑。

參考文獻：

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[4]楊鑫,穆月英.我國農業區域發展差異分析及政策選擇[J].經濟問題探索,2017(2):168-176.

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[7]SharpeaJ,FiellerbN.Uncertaintyinfunctionalprincipalcomponentanalysis[J].JournalofAppliedStatistics,2016,43(12):1-15.

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[9]XuR,WunschD.Surveyofclusteringalgorithms[J].IEEETransactionsonNeuralNetworks,2005,16(3):645-678.

[10]金建國.聚類方法綜述[J].計算機科學,2014,41(S2):288-293.

篇3

    根據《國務院關于促進房地產市場持續健康發展的通知》要求，建設部正在會同上海市社科院完善預警預報指標體系，為了進一步檢驗指標的科學性，現請你城市提供1992-2002年房地產相關數據，請與相關部門協調，盡快從“中國住宅與房地產信息網”（realestate.gov.cn）“預警預報專欄”下載“房地產市場預警預報數據填報表”電子表格，于12月25日前將填報的電子表格數據通過電子郵件的方式返回上海社會科學院。

    建設部房地產業司聯系人：吳旭彥

    聯系電話：010-68393057，68394079

    上海社會科學院聯系人：陳則明

    聯系電話：021-63858844，13162002306

    E-mail：czm@sass.org. cn

    附件：房地產市場預警預報數據填報表

篇4

什么是優勢導向的管理哲學？讓我們從一則故事開始吧。

《美國國家地理》頻道曾經有一期介紹大象習性的專欄，故事由幾則慘劇開始，報導了成年象采取自殺式攻擊的方式襲擊人類的故事。這幾則故事中，有的是馬戲團成年象在表演節目時突然發狂，襲擊馴獸師與現場觀眾，造成現場一片混亂，最后大象逃出現場，在戶外橫沖直撞，造成了交通的堵塞與人員的傷亡。有的事件則是人與野生象的交界地帶發生象群集體攻擊人類的故事。有的則是與人為伴的馴化象突然發狂，破壞農舍，襲擊村民，造成人類死亡與財產損失的嚴重后果的故事。類似的的故事在這期節目里舉不勝舉。于是，科研人員提出了疑問，為什么大象會襲擊人類？最后，動物學家們通過對大象童年時的遭遇的研究，終于找到了答案。原來，這些發狂的大象在幼年時曾遭受不同程度的不幸，他們或者一出生即被盜獵，或者一出生即被強制脫離親人學習各種表演，在他們成長的過程中，是強壓式的、命令式的、懲罰式的教育。大象是動物界非常聰明的動物，同時也是記憶超常的群居動物，幼年時盜獵者屠殺的場景，以及成長時所受的強制教育、揮舞的皮鞭，對大象的成長造成了難以磨滅的印痕與傷害。于是，有的大象在忍無可忍下，爆發了負面情緒，采取自殺式行為報復人類。

這位大象研究專家——一位充滿愛的女性，建立了非洲第一個大象孤兒院，采取新的方法撫養與教育那些大象孤兒。用作者話來說，就是愛的教育。小象成長的每一步，都是引導式的，鼓勵式的，都是模擬野生象的自然成長的各類條件的。最后，小象的本性與潛能得到了有效的發揮。

這雖然是一則簡單的故事，但也許蘊含著管理哲學的偉大變革。

因為，傳統的管理哲學是聚焦問題式的，糾錯式的、灌輸式的、強壓式的、命令式的、懲罰式的。這種管理哲學的本質，不利于人的潛能的發揮；不利于培養健康的、積極向上的觀念；不利于培養知恩圖報的品行；不利于培養完善的獨立的人格。如果說過去傳統管理理念還有一定的生存基礎——建立于社會結構、低端產業與封閉信息環境下的生存哲學，那么，在新時代，優勢型導向的管理哲學必然取代舊有的管理思維。

愚意以為，優勢型導向的管理哲學誕生于以下三個土壤。

一是時代的發展；傳統的家庭是家長制的，社會結構是金字塔型的。從家庭成員構成而言，70后以前的人大多兄弟姐妹諸多，生存環境相對惡劣，人的生存觀念大多被壓縮成“吃飽喝足”。人的一切觀念，大多從溫飽衣食的角度上考慮問題?！俺燥柡茸恪背蔀槎鄶凳|蕓眾生的首選追求。同時，這種社會結構又建立在集權的基礎上，集權式的管理必然是單向的，強壓的，泯滅創造的，以糾錯為導向的。而新生的80后，特別是90后，以獨生子女為多，這些人大多從小錦衣玉食，在良好的環境中長大，思想開通，思維活躍，我行我素，具有以自我為中心的強烈的個人主義傾向。因此，對他們的管理不能采取傳統的管理方式，而新的管理哲學——優勢導向的管理哲學，更符合新生代的性格特點。也利于他們潛能的發揮。

二是中國產業的升級。如果說低端制造業強調單向的整齊劃一，標準化。強調人的服從，消滅人的創造性。那么，這種迂腐的管理哲學必將被無情的淘汰。21世紀，是知識型經濟，是互聯網經濟，是創造力經濟。這種經濟結構要求解放與發揮人的潛能，完善人的個性。21世紀不再是硬件的競爭，而是人才——人的創造力的競爭。以優勢為導向的管理哲學，完全契合了時候的要求與人性的本能。

篇5

現將《北京市人民政府關于加強城市房屋拆遷管理的通知》（京政發〔1995〕13號）轉發給你們，請認真貫徹實施，并對執行中有關問題一并通知如下：

一、拆遷人申請房屋拆遷許可證須向拆遷房屋所在地區、縣房地產管理局提出申請，填報《北京市城市房屋拆遷許可證申報審批表》（以下簡稱《審批表》），并提交下列證明材料：

（一）申請劃撥用地的，提交建設用地批準書；在原用地范圍內實施拆遷的，提交建設工程規劃許可證；有償取得土地使用權的，提交有償取得土地使用權證明文件；

（二）拆遷計劃和拆遷方案；

（三）購買的房屋須提交房屋買賣合同；新建的房屋須提交質量監督部門出具的安置用房的質量驗收證明；

（四）異地安置期房的開工證明；

（五）租用的周轉用房提交周轉用房的租賃合同；新建周轉用房，提交建房批準文件；

（六）安置用房的設計圖紙；

（七）異地安置期房資金到位證明；

（八）拆遷委托協議書和拆遷資格證明。

二、區、縣房地產管理局受理房屋拆遷許可證申請后，對下列情況進行現場核實：

（一）安置現房的數量、住用條件及市政和生活配套設施；

（二）異地安置期房是否開工及進度；

（三）臨時安置用房的數量和住用條件。

三、區、縣房地產管理局對申請房屋拆遷許可證的審查工作，自拆遷人提交《審批表》及全部證明材料之日起20個工作日內審查完畢。城近郊8個區房地產管理局對符合發證條件的，須在上述規定期限內上報市房地產管理局。市房地產管理局自接件之日起10個工作日內審批完畢。

房屋拆遷許可證由市房地產管理局統一編號管理，區、縣房地產管理局按編號發放。

四、拆遷人在取得房屋拆遷許可證的同時，須與拆遷房屋所在地區、縣房地產管理局簽訂《北京市城市房屋拆遷安置責任書》（以下簡稱《責任書》）。拆遷人對《責任書》必須嚴格履行，凡違反《責任書》的，由區、縣房地產管理局按拆遷細則等有關規定處罰。

拆遷人拒絕簽訂《責任書》的，不予發放房屋拆遷許可證。

五、異地安置被拆遷居民的現房數量，按房屋建筑面積計算比例。

周轉房數量按房屋間數計算比例。

拆遷安置用房總數量，是指安置現房和期房建筑面積的總和。

以上各點請遵照執行。

附件：

一、北京市人民政府關于加強城市房屋拆遷管理的通知

二、北京市城市房屋拆遷安置責任書（略）

三、北京市房地產管理局城市房屋拆遷安置用房征詢意見書（略）

四、北京市城市房屋拆遷許可證申報審批表（略）

北京市人民政府關于加強城市房屋拆遷管理的通知（京政發〔1995〕13號）

各區、縣人民政府，市政府各委、辦、局，各市屬機構：

近年來，本市城市基礎設施建設和住宅小區開發建設進展較快，各區、縣政府和有關部門在安置被拆遷房屋使用人（以下簡稱被遷居民）方面做了大量工作，取得了一定成績。但是，未能按協議規定按期安置被遷居民的問題仍較為嚴重。為了加強城市房屋拆遷管理工作，保證城市建設的順利進行，保障被遷居民的合法權益，維護社會安定，特做如下通知：

一、拆遷單位申請辦理房屋拆遷許可證除必須符合《北京市實施〈城市房屋拆遷管理條例〉細則》等有關規定外，還必須具備下列條件：

（一）異地安置被遷居民的現房數量，達到被遷戶所需用房總量的50％以上（遠郊區、縣的現房不計入該比例之內）；

（二）周轉房數量達到周轉戶所需用房總量的50％以上；

（三）拆遷安置用房的總數量、戶型比例等應當達到安置拆遷戶的需要條件；

（四）安置用房的市政配套設施和生活服務配套設施（包括學校、醫院和交通道路、供水、供電、供氣、供熱、郵政、電信等），應當具備使用條件；

（五）用于異地安置拆遷戶用房的建設資金、施工進度和竣工交付日期均已落實，并已開工建設。

二、市、區、縣房地產管理局（以下統稱拆遷管理機關）對拆遷單位申請辦理房屋拆遷許可證的條件，必須嚴格審查。城近郊8個區房地產管理局向拆遷單位發放房屋拆遷許可證，必須報經市房地產管理局批準，否則一律無效。各區、縣政府制定的本行政區域范圍內危舊房改造工程的拆遷政策，必須報經市計委、市建委和市房地產管理局審核批準后方可實施。

三、取得拆遷許可證的拆遷單位，須與區、縣拆遷管理機關訂立城市房屋拆遷安置責任書，并嚴格按照規定的范圍和期限完成拆遷，嚴格履行與被遷居民簽訂的拆遷協議。用于拆遷周轉戶回遷或者異地安置的用房及房屋配套設施，均必須比拆遷協議規定的安置期限提前6個月竣工，以保證被遷居民按期安置。

四、由于特殊情況，用于拆遷居民的安置用房不能按期竣工的，拆遷單位必須提前向拆遷管理機關和被遷居民說明情況，采取積極措施加快建設速度，并按規定向被遷居民增發臨時安置補助費。

五、拆遷單位未取得房屋拆遷許可證，擅自拆遷或者在拆遷安置過程中弄虛作假以及擅自延長規定拆遷期限的，由拆遷管理機關依法處罰；由此造成被遷居民經濟損失的，由拆遷單位給予賠償。

篇6

關鍵詞：旅游產業集聚；經濟增長；區位熵；面板數據回歸

旅游產業集聚是指在旅游產業鏈和其他動力驅動的共同作用下，在一定地域通過旅游要素的有效整合，形成具有一定規模、一定組合特征和一定旅游功能和綜合經濟效應的旅游區的動態過程。旅游產業集聚現象已經引起旅游學、地理學、經濟學、管理學等眾多學科的關注，成為多種學科研究的前沿問題，各學科從不同角度、以不同的研究范式對旅游產業集聚展開研究。旅游學科作為交叉性極強的一門綜合學科，邊界模糊，產業范疇難以界定，故而在這方面的研究尚處于探索階段，方興未艾。產業集聚與經濟增長研究由來已久，尤其是20世紀90年代以來，以藤田昌久、克魯格曼和維納布爾斯等人為代表的新經濟地理學的出現，更為產業集聚與經濟增長的研究提供了一個新的契機，產業集聚的研究受到前所未有的關注。然而，回顧產業集聚與經濟增長研究文獻，我們發現主流經濟學文獻大多側重制造業產業集聚與經濟增長關系的研究，對服務業產業集聚與經濟增長關系的研究卻長期被忽視，值得注意的是，旅游業作為服務業的龍頭產業，天然具有高度產業關聯融合效應，自然成為本文的研究對象。

本文主要目的是通過測量1999年至2013年中國各省市自治區旅游產業集聚程度，從時間和空間兩個維度對各地區旅游產業集聚度變化情況進行綜合分析。最后，運用1999～2013年中國各省市自治區的面板數據，建立旅游產業集聚與經濟增長關系的面板數據回歸模型，運用廣義最小二乘法進行回歸分析，以此來判定旅游產業集聚對經濟增長的作用。

1.文獻回顧

國外關于旅游產業集聚的研究主要集中在旅游產業集聚的形成機制、旅游企業競爭力分析及旅游產業集聚與企業績效關系等方面。Michael（1998）首先提出旅游業的集聚效應十分明顯，是最適合集聚化發展的行業之一。Chun&Kalnins等學者從旅游企業以及整個旅游產業的角度對集聚度進行評價分析，研究結果表明旅游產業集聚能增加企業的績效。Julie&Peter從企業戰略結構的角度出發研究了旅游產業集聚對于旅游企業的影響，認為旅游產業集聚化發展可以提高旅游企業的競爭力。國內關于旅游產業集聚的研究則集中在內涵、動力、集聚水平、集聚模式等方面。鄧冰等認為旅游產業集聚是核心吸引物、旅游企業及與旅游相關的支撐部門，在一定區域范圍內集聚并協同發展，通過旅游產業鏈的所有參與者，形成單一綜合的旅游產品的過程。馮衛紅將地理學和經濟學的既有理論觀點結合，通過對平遙古鎮旅游企業的實地調查，得出旅游產業集聚的動力機制表現為旅游產業的特性要求、外部經濟效應和政府規劃促動三個方面。王兆峰認為旅游產業集聚具有自增強和自組織兩大功能。旅游產業集聚發展會促進區域經濟增長，同時區域經濟的增長又反作用于旅游產業集聚；聶獻忠根據旅游產業集聚的來源或者要素匹配方式，提出資源導向型集聚、市場導向型集聚、房地產等相關產業帶動以及政策引導型集聚四種空間集聚模式；俞霞等分析了旅游地集聚效應的形成機理和旅游地集聚的經濟效應和不經濟效應，并對如何引導和培育旅游地的集聚經濟效應進行了闡述；邴振華計算了長三角旅游產業集聚程度，認為旅游產業集聚與區域經濟增長具有高度的相關性，且集聚程度呈上升趨勢的行業對經濟增長也具有帶動作用?？傮w來說，國內外學者對旅游產業集聚的研究逐步深入，旅游產業集聚的內涵、類型與效應等理論成果凸顯，集聚模式培育與發展策略方面的應用探討也日益豐富。為本文研究提供了有益的參考。

2.中國旅游產業集聚程度測定及分析

2.1 數據來源

本文數據旅行社收入、星級酒店收入、旅游從業者來源于《中國旅游統計年鑒》及其副本，GDP指標來源于《中國統計年鑒》；各省就業人口及全國就業總人口來源于國家統計局（全國2000-2014）及各省統計年鑒（分省2000-2014）網址：http：///kns55/Navi/NaviDefault.aspx。

2.2 計算方法

區位熵（location quotient，簡稱LQ），其經濟含義是指在一個給定的區域中某產業所占份額與整個經濟中該產業占有份額的比值。它是用來說明旅游專業化程度、是反應旅游業集聚的綜合指標。綜合考慮數據可得性等因素，選用區位熵指數來衡量旅游產業集聚程度，在能夠反映出區域旅游產業集聚發展質量性差異的同時，還能體現出區域旅游產業集聚發展演變的時空演變特征。指標定義為：

[LQij=dijdjDiD]（4.1）

式中，[LQij]表示在j區域內，產業i在全國的區位熵，[dij]表示產業i在j地區的產值，[dj] 表示區域j內的總產值；[Di]表示產業i在全國范圍內的產值；D表示全國產業總產值。上述公式中的產值僅僅是一個計算區位熵的指標，在實際研究中，按照不同需要可以換成就業人數或者企業個數，據此得出該產業的企業區位熵和就業人數區位熵。根據公式（4.1），計算得到1999～2014年旅游產業區位熵（表2.1）

2.3 集聚度分析

依據表4.1結果顯示，1999～2013年間，北京市、上海市、浙江省、廣東省、福建省、海南省、云南省、自治區、新疆維吾爾自治區9個省、直轄市、自治區長期保持旅游產業集聚現象，但除北京4.58、上海2.99、海南2.72三地的旅游產業集聚區位熵大于2，表現出了較高的集聚程度，其中北京、海南在此15年間旅游產業集聚水平下降幅度較快。其他省、市、自治區集聚程度較低，集聚指數區位熵均在1.5之下，其中天津由1.1下降到0.64，廣西由1.1下降到0.62，表現出了這兩省旅游產業由集聚到不集聚的發展過程。整體上來看，大多數省份都旅游產業集聚程度都在逐漸上升，雖然集聚指數上升較為緩慢，但這是旅游產業走向集聚發展的必經之路，可以看出，1999年以來，我國各省旅游產業整體向上發展，正在形成集聚優勢，穩中求進。

從時間變化上來看，各地旅游產業集聚水平變化趨勢相似，除少數省市下降明顯，其余各省發展平穩。從表2.1中可以看到，北京、上海兩地旅游產業集聚指數雖然逐年下降，但其集聚地位在國內仍然無其他省份可以撼動，優勢明顯。北京物質文化遺產資源豐富，旅游吸引物的優勢帶動了其他旅游相關產業的發展，并提供了大量的就業崗位，集聚優勢明顯。海南省、福建地理位置優越，擁有天然的陽光、沙灘、海洋，這對于旅游業無疑是最根本的保障。東北地區的遼寧、吉林、黑龍江旅游產業發展不具優勢，因其發展以重工業為主，其就業人口中越來越多的趨向于實體經濟，使得旅游發展停滯，從業人員比重下降，近年來個別地區旅游業發展快速，旅游從業者在全國范圍內比重增加，使得遼寧、吉林、黑龍江三省的旅游業集聚發展呈下滑趨勢。總體來看，我國省域間的旅游產業集聚發展差異較大，但隨著時間的推移差距逐步降低。絕大部分旅游發展水平較低的地區近年來的旅游發展也十分緩慢，增長也很小，旅游產業集聚水平與1999年相比，并沒有太大差異，基本持平。

3.旅游產業集聚與經濟增長實證研究

3.1 模型說明

本文選取上文所計算的星級酒店區位熵（XJJD）、旅行社區位熵（LXS）、旅游從業者區（CYZ）位熵三個指標作為解釋變量反映旅游產業集聚水平，選取各省GDP值作為被解釋變量反映區域經濟增長情況，以此檢驗旅游產業集聚水平與區域經濟增長的關系。

[LnGDPit=α1+β1LXSit+β2XJJDit+β3CYZit+εit]（5.2）

其中，i表示模型中的省份、直轄市和自治區；t代表年份；[αi]為截距項；[εit]為隨機擾動項。由于我國各地區、省份經濟發展差異化發展現象比較明顯，這就會引起橫截面數據間的異方差性比較大，如果運用普通最小二乘（OLS）方法估計模型就會引起結果失真，論文采用廣義最小二乘法來估計模型以消除面板數據模型可能產生的異方差和序列相關現象。

3.2回歸分析

首先進行混合回歸，結果如表3.1：

表3.1混合回歸模型結果

[LnGDP＼&Coef.＼&Std.Err.＼&t＼&p>[t]＼&95% Conf.＼&Interval＼&XJJD＼&0.2531859＼&0.256421＼&-7.69＼&0.000＼&-2.476054＼&-0.1468077＼&CYZ＼&-0.1972065＼&0.47478＼&5.33＼&0.000＼&0.1598694＼&0.3465025＼&_cons＼&3.737374＼&0.452681＼&82.56＼&0.000＼&3.648401＼&3.826348＼&Sigma_u＼&0.46680504＼&＼&＼&＼&＼&＼&Sigma_e＼&0.28125904＼&＼&＼&＼&＼&＼&rho＼&0.73365983＼&＼&＼&＼&＼&＼&Ftset that all u_i=0： F（30，432）=38.55 Prob>F=0.0000＼&]

對于原假設“[H0]：all[μi=0]”由于上表最后一行F檢驗的P值為0.0000，故而強烈拒絕原假設，混合模型不具效率，不能建立混合模型，需要建立固定效應模型和隨機效應模型進行回歸分析。豪斯曼檢驗結果顯示，P值為0.692接受原假設，故而選用隨機效應模型是最優效率的，所以本文選取隨機效應模型。

表3.2隨機效應模型估計結果

[LnGDP＼&Coef.＼&Std. Err＼&Z＼&P＼&95%conf.＼&Interval＼&LXS＼&-0.1718735＼&0.0261478＼&-6.57＼&0.000＼&-0.2231223＼&-0.1206247＼&XJJD＼&-0.566042＼&0.0270763＼&-2.09＼&0.037＼&-0.1096728＼&-0.0035356＼&CYZ＼&0.2413129＼&0.045933＼&5.25＼&0.000＼&0.1512859＼&0.3313399＼&_cons＼&3.768301＼&0.0903579＼&41.70＼&0.000＼&3.591202＼&3.945399＼&Sigma_u＼&0.4344753＼&＼&＼&＼&＼&＼&Sigma_e＼&0.2799517＼&＼&＼&Prob>chi2=0.000＼&rho＼&0.70659757＼&＼&＼&＼&＼&＼&]

建立隨機效應模型，結果如表3.2。從表3.2可以看出，在全國范圍內，旅行社區位熵（LXS）、星級酒店區位熵（XJJD）、旅游從業這區位熵（CYZ）三個解釋變量對經濟增長都具有顯著的影響，星級酒店（XJJD）系數為0.2413129，在1%水平上顯著。旅游從業者系數為-0.1718735，在5%水平上顯著。旅行社區位熵（LXS）系數為-0.566042，在1%水平上顯著。只有星級酒店集聚對區域經濟增長產生正向影響，旅行社集聚、旅游從業者集聚對經濟增長產生了負向的影響。

上述隨機效應模型可能存在異方差、序列相關的問題，需要繼續對模型進行優化，對模型做穩健標準誤處理結果如下：

表3.3穩健標準誤處理后的模型結果（隨機效應）

[LnGDP＼&Coef.＼&Std. Err＼&Z＼&P＼&95% Conf.＼&Interval＼&LSX＼&-0.0566042＼&0.0408785＼&-1.38＼&0.166＼&-0.1367246＼&0.0235162＼&XJJD＼&0.2413129＼&0.0770175＼&3.13＼&0.002＼&0.0903613＼&0.3999864＼&CYZ＼&-0.1718735＼&0.351172＼&-4.89＼&0.000＼&-0.2407019＼&-0.1030452＼&_cons＼&3.768301＼&0.1181467＼&31.90＼&0.000＼&3.536737＼&3.999864＼&Sigma_y＼&0.43444753＼&＼&＼&＼&＼&＼&Sigma_e＼&0.2799517＼&＼&＼&Prob> Chi2 = 0.0000＼&rho＼&0.70659757＼&＼&＼&＼&＼&＼&]

經過穩健標準誤處理后的模型在理論上來講為最優模型，根據表3.3的結果，可以看出旅行社區位熵P值為0.166，不顯著，對經濟增長不具有顯著的影響。星級酒店區位熵的P值為0.002，在5%水平上顯著，其系數為0.2413129，對經濟增長具有正向的影響。旅游從業者區位熵P值為0.000，在1%的水平上顯著，其系數為-0.1718735，所以對經濟增長具有負向的影響。

結論

本文運用區位熵指數對1999-2013年全國31個省、直轄市、自治區旅游產業集聚水平進行測度與分析，并建立旅游產業集聚與區域經濟增長面板數據回歸模型，運用廣義最小二乘估計法，考察了全國范圍內旅游產業集聚對經濟增長的作用。結果表明：

（1）中國存在明顯的旅游產業集聚現象。旅游產業集聚程度呈現出東部、西部兩邊高、中部最低的特點，北京、上海、浙江、海南等東部沿海省份的旅游產業集聚程度最高，其次是云南、、寧夏等地區，旅游產業都具有集聚發展的趨勢，并逐年增長。

（2）中國各個地區的旅游產業集聚水平非常不均衡。其中北京、長三角及云南、等地集聚程度高，在全國范圍內形成比較優勢。

（3）星級酒店集聚對經濟增長具有正向顯著的促進作用；旅行社產業集聚對經濟增長的作用不顯著；旅游從業者集聚對區域經濟增長的影響負向顯著。其中星級酒店的作用系數為0.2413129，表明星級酒店區位熵每增加1%，GDP增長0.24%，旅游從業者的作用系數為-0.1718735，表明旅游從業者區位熵每增加1%，GDP減少0.17%，二者對經濟增長的作用并非十分明顯。

參考文獻：

[1]Michael E P.Clusters and the new economics of competition[J].Harvard Business Review，1998，76（6）：77-91.

[2]Chun.W&Kalnins.A.Agglomeration effects and performance a test of the texas lodging industry[J].Strategic Mangement Journal，2001（22）：969-988.

[3]Julie.J&Peter.M.Cluster in regional tourism an Australian case[J].Annals of tourism research.2006（33），Issue4：1018-1035.

[4]鄧冰，俞曦，吳必虎.旅游產業的集聚及其影響因素初探[J].桂林旅游高等?？茖W校學報，2004（06）53-57.

[5]馮衛紅.旅游產業集聚的動因分析[J].經濟問題，2009（07）：114-116.

[6]王兆峰.旅游產業集群形成條件與識別方法[J].地域研究與開發，2009（03）：63-67.

篇7

關鍵詞：城市化；產業結構；城鄉收入差距；二元經濟結構

一、 引言

隨我國經濟快速增長和居民收入水平提高，收入差距問題被許多學者所關注。據《中國家庭金融調查報告》顯示，2010年我國社會總體基尼系數0.61，我國城鎮家庭基尼系數0.56，農村家庭基尼系數達到0.60。目前，收入分配差距逐漸擴大依然是我國經濟1持續健康發展與社會穩定的障礙。

目前，我國正處于城市化快速發展階段，陸銘（2011）認為城市化是我國經濟結構調整與持續快速發展的重要因素[1]。我國是明顯的二元經濟結構國家，一定時期的產業結構是和特定階段的經濟結構相對應，一方面，生產要素交流與商品交換等在城鄉之間都是不公平的。另一方面，城市具有得天獨厚的地理環境、經濟先發優勢以及政府相關鼓勵政策，這使農業技術水平、商品化程度和工業化水平在一定時期明顯的落后于城市。因此，城市化和產業結構也潛移默化的影響著城鄉收入差距。

二、 文獻綜述

目前，城鄉收入差距研究的文獻較多。

（一）城市化與城鄉收入差距

經典經濟學理論認為，發展中國家存在傳統的與現代的二元經濟現象。在建國初期，我國為使經濟快速恢復，選擇以城市為主的優先發展趕超戰略。在優先發展戰略方面，陳斌開、林毅夫（2010）認為政府重工業優先發展戰略導致城市吸納勞動力減少，城鄉工資差距增大[2]。郭軍華（2009）認為城市化對城鄉收入差距存在階段性：（1）當城鄉收入差距水平較高，城市化與城鄉收入差距負相關；（2）當城鄉收入差距水平較低，較高的城市化水平能有效縮小城鄉收入差距[3]。

（二）城市化與產業結構

城市化不斷推進，產業結構也會發生變化，城市化與產業結構存在密切關系。黃向梅、夏海勇（2012）認為人口城市化與經濟增長、產業升級間存在長期的累積循環效應，產業結構與人口城市化相互效應很小[4]。孫曉華、玲（2012）認為第一產業和第二產業的產值結構、第一產業、第二產業和第三產業的就業結構與城市化間存在長期均衡關系，第三產業產值結構與城市化不存在長期均衡關系[5]。

（三）產業結構與城鄉收入差距

產業結構在城市化推進中演化，城鄉收入差距是另一種表現形式。在此方面的研究，鄭小三、李小克（2012）認為產業結構與城鄉收入差距存在正向作用[6]；史云鵬、趙黎明等（2012）通過對東北三省產業機構和城鄉收入差距分析，得出第三產業能縮小城鄉收入差距[7]；但是，這些研究沒有考慮各產業間的共線性和產業結構的深層次要素對城鄉收入差距的影響。

（四）文獻評述

通過對上面文獻的整理，發現針對城市化、產業結構和城鄉收入差距間的關系主要集中于宏觀方面研究。由于我國經濟發展的區域性和不均衡性，因此，對于不同對象的分析研究要依據客觀情況科學合理的選取度量指標。本文是對陜西省1978―2011年城市化、產業結構與城鄉收入差距間的關系進行深層次分析。

三、 模型建立與實證分析

（一）變量選取與數據來源

城市化（UL）用城鎮人口在常住人口中的比例表示城市化水平，產業結構升級與優化用產業結構的合理化和高級化指標，合理化指標用第二產業和第三產業的各產值在當年GDP中的比例表示，高級化指標用第二產業和第三產業的人均產值表示，分別為S2、S3、RJ2與RJ3。城鄉收入差距（IG）用城鄉收入比表示城鄉收入差距。數據來源于《陜西省統計年鑒》，時間為1978―2011年，數據用Eviews6.0來處理。

（二）變量平穩性檢驗

（四）脈沖響應函數

本文采用脈沖響應函數來對VAR模型中城市化、產業結構合理化與高級化、城鄉收入差距變量間的反應關系分析，脈沖響應函數為：

其中，k為滯后期數，隨機擾動項μt為新息，脈沖響應如圖1所示，其中，橫軸為沖擊滯后期數，縱軸為脈沖響應變量，脈沖響應大小用實線表示，正負兩倍標準差偏離帶用虛線表示。在圖1可以看出，城市化信息對城鄉收入差距的沖擊在0附近緩慢下落，在第3期達負效應頂點。之后，緩慢上升，在第5期達到正效應頂點，之后保持平穩的正效應狀態。第二產值比重信息對城鄉收入差距的沖擊在0附近迅速上升，在第3期達到頂點，然后逐步減弱，最終保持低位負效應狀態。第二產業人均產值信息對城鄉收入差距的沖擊在1-2期反應敏感，在第2期達到頂點，然后逐漸減弱并保持正效應狀態。城鄉收入差距信息對自身的反映較為強烈，隨后減弱，在第4期達到負效應頂點，然后逐步回升并保持低位正效應狀態。城鄉收入差距信息對城市化的沖擊開始為負效應，在第2期達頂點，然后逐漸上升，在第5期達正效應頂點，之后逐漸減弱且保持低位負效應。城鄉收入差距對第二產業產業比重的沖擊在1-4期敏感且不斷下降，之后逐步上升，最終保持平穩的正效應。城鄉收入差距對第二產業人均產值的沖擊在開始時不斷上升，在第4期達頂點，之后緩慢下降，最終保持較高的正效應狀態。城市化對第二產業的產值比重的沖擊在開始時不斷上升，在第1期達頂點，之后緩慢下降并表現為低位負效應。城市化對第二產業的人均產值的沖擊在0附近緩慢上升，最終保持正效應狀態。

總體來看，城市化與第二產業的人均產值對城鄉收入差距的逐步擴大存在一定程度的正效應，而第二產業的產值比重在開始時對城鄉收入差距為正效應，之后一直為負效應。大概經過7-10期后，城市化、第二產業的產值比重與第二產業的人均產值對城鄉收入差距的效應都減弱和變得穩定。這表明城市化與產業結構中第二產業的高級化水平對城鄉收入差距的擴大有長期效應，其中，短期效應較為明顯。

四、結論與建議

本文對城市化、產業結構的合理化與高級化與城鄉收入差距進行分析，得到城市化、產業結構合理化與高級化是陜西省城鄉收入差距擴大的原因。其中，城市化與第二產業的人均產值對城鄉收入差距擴大存在長期正效應，城市化對產業結構中的第二產業合理化沖擊效應起初為正，之后為負；對第二產業高級化為正效應，這表明城市化對產業結構中第二產業的升級存在雙向性。根據研究結論，現提出以下建議：圖1四個變量間的脈沖響應效果

一是，以科學發展為指導統籌城鄉和諧發展。在低成本農村資源流向城市來支持城市化與產業快速發展的進程中，政府和市場要多角度、多層次與多渠道的將城市高層次產業鏈的發展與農村低層次的要素供給連接起來，并適宜的將城市中高成本、低效益的綠色產業向具有較高發展前景的村、鄉、鎮轉移，這可為加快城市產業升級與為農村剩余勞動力提供機遇。

二是，以加快推進產業結構合理化與高級化、適時與正確的引導農村資源流向作為陜西省經濟健康運行的指示器。不盲目擴大城市化規模，合理評估城市承載力，科學規劃與布局城市產業，以正確價值鏈為產業導向，不斷推進產業升級與優化。

三是，制定合理的財政集權與分權監督機制體制，推進城鄉要素平等交換和公共資源均衡配置。喬榛（2013）認為在初次分配與再分配外還存在一種隱形的收入分配形式，即一些社會地位和社會資源劣勢的人與社會資源優勢的人之間存在收入分配的逆向轉移，這很大程度上放大了我國城鄉收入差距[8]。因此，加快制定適合當前市場的要素供需法律法規與審批程序對縮小城鄉收入差距有重要的意義。

經濟論壇 城市化、產業結構與城鄉收入差距的關系分析[參考文獻]

[1]陸銘，向寬虎，陳釗.中國的城市化和城市體系調整：基于文獻的評述[J].世界經濟，2011，（6）：3-25.

[2]陳斌開，林毅夫.重工業優先發展戰略、城市化和城鄉工資差距[J].南開經濟研究，2010，（1）：3-18.

[3]中國城市化對城鄉收入差距的影響―基于東、中、西部面板數據的實證研究[J].經濟問題探索，2009，（12）：1-7.

[4]黃向梅，夏海勇.人口城市化與經濟增長、產業結構間的動態關系―以江蘇省為例[J].城市問題，2012，（5）：59-64.

[5]孫曉華，玲.產業結構與城市化互動關系的實證檢驗[J].大連理工大學學報（社會科學版），2012，（2）：22-27.

[6]鄭小三，李小克.產業結構、固定資產投資與城鄉收入差距―基于中部地區省級面板數據的實證分析[J].經濟與管理，2012，（7）：71-79.

篇8

一、房地產價格是整個商品價格體系的重要組成部分，應納入商品價格體系管理。

二、物價部門是我市房地產價格的主管部門。負責會同有關部門進行房地產價格的評估、審定、審驗、監測和監督檢查，協調和仲裁房地產交易中的價格糾紛等工作。

三、加強房地產價格管理，遵循有利于推進改革開放、有利于促進房地產業發展的原則，充分運用價值規律和市場機制，建立健全房地產價格體系和價格管理制度。對優惠房出售價格，公有住房租金，房屋重置價格，土地基準價格以及涉及房地產的行政事業性收費項目和標準，由物價部門會同有關部門制定和調整；對普通住宅商品房價格，公有房屋出售、租賃價格由物價部門會同有關部門制定價格管理辦法，實行指導的市場調節；對土地出讓、轉讓、租賃、抵押價格，非住宅商品房價格，高標準住宅商品房價格，私房出售、出租價格，建立利潤調節機制，由市場調節。

四、商品房價格管理

（一）商品房價格管理由物價部門負責，會同建委、房產、建行等部門共同制定商品房價格管理辦法，規范商品房價格構成。有關職能部門按照分工，各負其責，聯合管理。

（二）合理規范商品房價格構成，明確成本構成范圍和代收代付的收費項目和標準，制定管理費率、利潤率及樓層、朝向、質量和地段差價率。

（三）確定商品房開發中的各項收費，嚴禁亂收費和亂攤派。

（四）商品房的理論銷售價格由各開發單位根據市商品房價格管理辦法制定，報送物價部門，由物價部門會同有關主管部門審核后執行。

（五）商品房必須進入房地產交易市場掛牌銷售，公開成交。成交價格由開發單位根據審核后的理論銷售價格結合市場供求自行確定。普通住宅商品房價格不得超過規定的浮動幅度。

（六）建立商品房利潤調節機制，抑制商品房價格過度上漲。商品房實際成交價在理論銷售價格以內的，收入全部為開發單位所得；超過理論銷售價格的，其超收部分（含土地增值）按累進率收取增值費。收取的增值費統籌用于城市基礎設施建設和土地開發。

五、房地產交易市場價格管理

物價部門要會同房產、土地管理部門加強對房地產交易價格的管理和指導。制定房地產交易市場的各類房屋買賣、土地轉讓及其租賃、抵押、典當等經營活動中的價格管理辦法，并參與房屋、土地價格的評估和審驗工作。

六、土地價格管理

物價部門應參與國有土地使用權有償出讓價格的測算和標定地塊地價工作。會同土地管理部門共同搞好城鎮土地分等定級工作，研究制定基準地價。逐步完善外商用地收取土地使用費的管理辦法。

七、物價部門要與房產部門共同搞好房改各階段公有住房租金調整方案的測算工作。配合有關部門制定優惠房出售管理辦法。

篇9

【關鍵詞】資產價格；貨幣政策；貨幣供應量

一、引言

長期以來，關于貨幣政策對資產價格的影響始終是貨幣經濟學領域關注的焦點，其爭論也未曾停息過。目前，房地產價格，作為最主要的資產價格之一，其變動與金融、經濟活動密切相關，是用于理解經濟行為以及預測經濟和金融發展的中心。同樣地，股票市場是資本市場的重要組成部分，而中國的股票市場，自1990年上海證券交易所建立以來，正在迅速擴張。2008年國際金融危機以來，中國的股市極度低迷，嚴重打擊了居民的投資信心。

由于股票市場與房地產市場具有一定程度的相似性，因而有關這兩方面的研究方法也有其相通之處。瞿強（2001）認為貨幣政策操作要關注資產價格但不宜盯住資產價格。易綱（2002）從股市角度分析了貨幣政策與股價的關系，認為中央銀行在考慮貨幣政策制定的同時應考慮股價及商品與服務的價格。馮用富（2003）建立了中國特定約束條件下的資產選擇模型，說明用貨幣政策干預股市波動是無效的。呂江林（2005）實證考察了我國上證綜指與實際國內生產總值之間的動態關系，發現兩者之間存在著雙重協整關系和單向因果關系，并提出了我國貨幣政策應對股價變動做出適時反應。

本文在構建VAR模型的基礎上，利用中國宏觀經濟實際數據來研究資產價格與貨幣供應量（M2）關系，以此來回答我國貨幣政策是否應該關注資產價格的波動，并提出相應的政策建議。

二、研究與計量檢驗

（一）變量選取

為了研究房地產市場、股票市場與貨幣政策之間的關系，我們需要選取相應的變量來進行研究。根據我國大量學者的研究經驗，本研究把房地產綜合景氣指數作為我國房地產市場的代表變量，股票市場的代表變量選擇上海證券綜合指數收盤值。而對于貨幣政策，中國貨幣政策的操作目標是貨幣供應量。央行能夠控制基礎貨幣，并且通過基礎貨幣影響貨幣總量。因此，可以用廣義貨幣M2的月度同比增長表示貨幣政策的變動。

（二）數據收集與處理

考慮到我國房地產市場、股票市場的發展歷史，以及經濟數據的時效性與可得性，本文將用1998年6月到2013年3月的月度數據作樣本進行實證分析。房地產綜合景氣指數、M2月末同比增速及上證收盤綜合指數均來自中經網統計數據庫。其中，房地產綜合景氣指數中很多年份1月數據缺失，采取將相鄰兩月的數據取平均值代替的辦法補充。考慮到收集的數據具有較大的波動性，本文采用區對數的方法來減小波動。經處理后的三個變量分別用LN_FJ（房地產綜合景氣指數）、LN_MS（M2月末同比增速）和LN_SZ（上證收盤綜合指數）來表示。

（三）基本統計特征

表1給出了各時間序列的統計性描述。因為沒有將通貨膨脹的因素考慮在里面，所以從表格中的均值來看，并沒有得到有用的信息。從波動性角度考慮，房地產綜合景氣指數波動相對于上證收盤綜合指數、M2月度增速來說較小，這說明房地產價格水平相對于股票市場價格與貨幣供給的波動小，可以猜測房地產市場對貨幣政策的反應程度不及股票市場對貨幣政策的反應靈敏。

（四）變量平穩性檢驗

本研究利用EVIEWS軟件，對各變量進行單位根檢驗，以確定變量的平穩性。通過檢驗發現LN_FJ、LN_MS為平穩變量，而LN_SZ為非平穩性變量。本研究對平穩性變量采取差分法，結果見表2.。其中，D（LN_SZ）表示對LN_SZ取一階差分值。從表2可以看出，經過處理后所有數據序列在10%顯著水平下都是平穩的。

（五）協整檢驗與格蘭杰檢驗

1.Johansen協整檢驗。協整關系是檢驗變量之間 是否存在長期的相關 關系。Johansen在1988年及1990 年與Juselius一起提出了一種以VAR模型為基礎的檢驗 回歸系數的方法，對多變量協整檢驗有較好的檢驗能力。主要的檢驗方法有特征根檢驗（Trace）和最大特征值檢驗（Max-Eigenvalue）。 由各變量的平穩性檢驗知道，LN_FJ、LN_MS、LN_SZ并不是同階平穩的，從而它們并不能進行協整分析。

2.Granger因果關系檢驗。首先明確格蘭杰因果檢驗是檢驗統計上的時間先后順序，并不表示這是真正的存在因果關系，是否呈因果關系需要根據理論、經驗和模型來判定。格蘭杰因果檢驗要求所有的變量應該是平穩的，這是格蘭杰檢驗能夠進行的前提條件，如果單位根檢驗發現兩個變量是不平穩的，那么不能直接進行格蘭杰因果檢驗，否則可能會出現虛假回歸問題。于是，由于LN_FJ、LN_MS、D（LN_SZ）是平穩的，所以可以對修正后的變量進行格蘭杰因果檢驗。下表的滯后期設為2。

根據表3的結果，可以看出在10%的顯著水平下，短期內，變量D（LN_SZ）能Granger引起變量LN_FJ，變量LN_MS能Granger引起變量LN_FJ，變量LN_FJ能Granger引起變量LN_MS，其他變量之間的Granger因果關系相對而言并不顯著。這說明股票市場的波動能引起房地產市場的波動，而同樣貨幣政策與房地產市場之間存在相互因果關系。這說明，相比而言，我國的股票市場與貨幣政策之間關系要比房地產市場與貨幣政策之間關系更緊密。

（六）脈沖響應函數分析

脈沖響應函數描述的是在隨機誤差項上施加一個標準差大小的沖擊后，對變量的當前值和未來值所帶來的影響。我們在VAR模型下使用廣義脈沖函數，對是否協整關系不要求。

此處的圖顯示了LN_FJ、LN_MS、LN_SZ三個變量對相對沖擊的動態反應。分析可知：房地產綜合景氣指數對其自身的一個標準差新信息立刻產生了較弱反應，立即增加了0.04%，而且隨后反應程度逐漸上升，知道從第4個月左右開始逐步下降，表現出強烈的自相關性，這可能源于購房者對于房價的”追漲殺跌”；貨幣供應量對來自于房地產綜合景氣指數的新信息沒有立刻產生較強的反應，而是隨著時間的推移逐漸增強，到第十個月時到了0.4%，而且從一開始就是負值，可能是因為房地產價格水平上漲后人們調節了資產結構，多持有房地產少持有貨幣；同樣上證收盤綜合指數對來自房地產價格的新信息沒有立刻作出較強的反應，三個月后有了0.1%的增加，而從第6個月開始反應是負值，這可以解釋為房地產價格的上漲導致人們將股票市場中的資產投入房地產市場中。

貨幣供應量對其自身的一個標準差的新信息立即產生較弱的反應，立即增加了0.6%，但隨著時間的推移，該新信息產生的反應慢慢的減弱，到第8個月時穩定在0.4%左右；房地產綜合景氣指數對來自于貨幣供應量的新信息沒有立刻產生較強的反應，但是從第2個月開始就慢慢增加，到第10個月時還有上漲的趨勢，說明貨幣供應量對房地產市場的價格水平可以產生影響，而且影響的持續性較強；上證收盤綜合指數對來自于貨幣供應量的新信息立即產生了較弱的反應，有0.1%的增加，而且到第5個月后基本穩定在0.2%的增長，同樣說明貨幣供應量對股票市場有著持續性的影響，并且與房地產市場比較而言，股票市場對貨幣供應量的反應更加敏感。

上證收盤綜合指數對其自身的一個標準差的新信息立即產生較強的反應，立即增加了0.8%，但從第4個月開始，該新信息產生的反應慢慢的減弱，到10個月后還有繼續減弱的趨勢；房地產綜合景氣指數對來自于上證收盤綜合指數的新信息沒有立刻產生較強的反應，但是在慢慢增加，到5個月后到達最大值，隨后又逐漸減小，10個月后仍有繼續減小的趨勢；貨幣供應量對來自于上證收盤綜合指數的新信息沒有立即產生強烈的反應，2個月后增加0.05%左右，為最大值，但到第6個月開始為負值，10個月后仍有下降的趨勢，這可能是因為股票市場前景好的情況下，也就是“牛市”時，人們會暫且觀望隨后在確定股票市場的前景后會將持有的貨幣投入到股票市場中，于是導致貨幣供應量減少。

三、結論與政策建議

文章采用向量自回歸模型，考察了貨幣政策與房地產市場、股票市場價格波動之間的聯系。經過實證分析認為：貨幣供給量的正沖擊會給房地產綜合景氣指數與上證收盤綜合指數帶來正面的影響，觀察可知房地產市場的反應比較滯后，第一期影響不明顯，第二期開始逐步上升，而股票市場反應則相對靈敏，第一期開始就有較強的反應，而且兩種市場下由貨幣供給量帶來的影響效應具有長期有效性。貨幣供應量對資產價格的影響隨著時間的增加，其影響程度越來越深，因此擴張性貨幣政策會導致房地產價格、股票價格上漲，

本研究認為在貨幣政策的實施過程中，需要納入資產價格，并將其作為調控的目標之一，以消除潛在的資產價格泡沫過度膨脹的隱患。。在對資產價格的波動密切關注的同時，也要對市場的變化要持續關注，如果市場已作出了反應，應及時變化政策，避免走上極端。另外，政策實施過程中，應避免直接的行政干預，力圖順應市場規律，從而維持金融體系的穩定和實體經濟的健康發展。

參考文獻：

[1]馮用富. 貨幣政策能對股價的過度波動做出反應嗎？[J]. 經濟研究， 2003， 1： 37-44.

[2]呂江林：《我國的貨幣政策是否應對股價變動做出反應》[J]，《經濟研究》，2005（3）

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各區（縣）政府，市屬各委、辦、局、總公司“康居辦”：

    根據《北京市康居工程實施方案》（京政發〔1993〕50號）第27條的規定，現就中低收入住房困難戶的認定問題作如下通知：

    一、各區（縣）政府及市屬各委、辦、局、總公司，要根據年度解困計劃，認真填寫“住房困難戶認定申請書”，并報市房地產管理局審核認定。

    二、經審核認定后，由市房地產管理局出具“住房困難戶認定通知單”。各區（縣）政府及市屬各委、辦、局、總公司憑此通知單到有關部門辦理相關手續。

    三、凡已在“北京市新興房地產開發總公司”預購小康住宅的，須補辦“住房困難戶認定通知單”，憑此辦理購買小康住宅手續。請各區（縣）政府及市屬各委、辦、局、總公司按要求抓緊到市房地產管理局辦理住房困難戶認定手續。